【正文】 戰(zhàn)，特別是隨著農產品市場的對外開放，更是對我國農業(yè)發(fā)展產生了巨大沖擊 [17]，使得我國第一產業(yè)的 增加值的貢獻率越來越低。 圖 37 為農村經濟對國民經濟貢獻率的相關圖，即第一產業(yè)的增加值占國內生產總值的比重。從圖 37 中我們得出第一產業(yè)對 GDP 的貢獻率是逐年降低的， 1978 年，第一產業(yè)的貢獻率為 28%，到 1982 年達到改革開放以來的最大值為 33%， 之后貢獻作用 逐漸 降低 ， 2020 年第一產業(yè)的貢獻率降到了 10%。 圖 37 19782020 農村經濟對國民經濟貢獻率趨勢圖 數據來源： CCER 中國經濟金融數據庫 （ 3） 農村地區(qū)基礎設施不足，制約農村經濟的發(fā)展?；A設施與經濟發(fā)展有著十分密切的關系，世界銀行 于 1994 年發(fā)布了主題為《為發(fā)展提供基礎設施》的年度報告，報告中肯定了基礎設施對經濟發(fā)展的作用。農村基礎設施為農村經濟發(fā)展提供了基本條件，是農村微觀經濟主體活動的基礎，它決定了農村對資本的吸引力，也影響了農村地區(qū)的社會福利水平。 但縱觀我國，由于對工業(yè)和城市淮海工學院二 〇 一二 屆本科畢業(yè)論文 第 12 頁 共 30 頁 的重視，國家一般在城市的基礎設施上投入很多， 雖然現在農村城鎮(zhèn)化的腳步在加快，我國對農村基礎設施的投入也有所增加，但是投入還是達不到標準的，農村地區(qū)又無力自己進行大規(guī)模的基礎設施建設。 基礎設施不足是欠發(fā)達地區(qū)鄉(xiāng)村的一個普遍和重要的現象，并且嚴重束縛了農村地區(qū) 經濟的發(fā)展。 [18] 4 實證研究 指標選取與數據來源 指標選取 根據戈氏指標，本來我們可以用農村金融相關率來判斷農村金融 與農村經濟的相關關系，但是 由于農村金融相關率是由貨幣存量與國內生產總值的比值構成，而農村 貨幣存量的數據官方并未確切記載。因此，本文 依據鄭長德（ 2020）[14]的觀點， 選取了農村金融相關率、農村金融發(fā)展規(guī)模、農村金融發(fā)展效率以及農村人均 GDP 來研究農村金融與經濟 之間的相關關系。 農村金融發(fā)展規(guī)模（ RLG） =農村貸款 /農村 GDP。 其中 ， 農村貸款 =農業(yè)貸款 +鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè) 貸款 ， 農村 GDP=第一產業(yè)的增加值 。 農村金融發(fā)展效率（ RDL） =農村存款 /農村貸款。 其中 ， 農村存款 =農業(yè)存款 +農戶儲蓄 。 農村金融發(fā)展結構指標（ RLTL） =鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款 /農村貸款。 農村人均 GDP（ RPGDP） =農村 GDP/農村人口，其中農村人口由農村從業(yè)人數表示。 數據來源 本文需要收集的數據有農業(yè)貸款、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款、農業(yè)存款、農戶儲蓄、農村 GDP 以及農村人口數。從《中國金融統(tǒng)計年鑒》中，收集到了 農業(yè)貸款、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款、農業(yè)存款以及農戶儲蓄 這些變量 的 1978 年至 2020 年的 數據。農村人均 GDP 等于農村 GDP 除以人數，在這里農村 GDP 等于第一產業(yè)的增加值，所以人數為第一產業(yè)的從業(yè)人數 。 其中 ，從《中國統(tǒng)計年鑒》中，收集到了 第一產業(yè)的增加值和第一產業(yè)的從業(yè)人數 的 1978 年至 2020 年的相關數據 。 實證分析 單位根檢驗 單位根檢驗是檢驗非平穩(wěn)時間序列模型的正式方法。 在研究農村金融發(fā)展與經濟增長之間的關系之前，我們先要對序列的平穩(wěn)性進行檢驗 ，本文采用的是ADF 單位根檢驗。 ADF 檢驗的 方法 相對于 DF 檢驗來說，它 考慮到了高階模型，它是 通過在 模型中 加入滯后 期的 差分項 來進行檢驗 。 ADF 檢驗包括了 3 種形式的模型 ，具體模型如下 ： 淮海工學院二 〇 一二 屆本科畢業(yè)論文 第 13 頁 共 30 頁 t1tp1i i1tt yyy ??? ????? ??? ? （ 1） t1tp1i i1tt yayy ??? ?????? ??? ? （ 2） t1tp1i i1tt ytayy ???? ??????? ??? ? （ 3） 因此我們可以假設 H0： ? =0； H1： ? 0來進行單位根檢驗。 也就是說原假設為：序列存在一個單位根；備擇假設為 ： 不存在單位根序列 。我們可以 對 ? 的估計值 ?? 進行 判斷 ， 來 了解是否有單位根存在于 一個高階自相關序列 AR（ p） 中 。 表 41 序列的 ADF 單位根檢驗結果 變量 檢驗類型 ADF 統(tǒng)計量 臨界值 結果 lnRLG (C， T， 0) *** 非平穩(wěn) ? lnRLG (0， 0， 0) * 平穩(wěn) lnRDL (C， 0， 0) *** 非平穩(wěn) ? lnRDL (0， 0， 0) * 平穩(wěn) lnRLTL (C， 0， 0) *** 非平穩(wěn) ? lnRLTL (0， 0， 0) * 平穩(wěn) lnRPGDP (C， T， 1) *** 非平穩(wěn) ? lnRPGDP (C， 0， 1) * 平穩(wěn) 注：表中△表示一階差分；檢驗類型（ C， T， N）分別表示截距項，趨勢項和滯后階數； *表示 1%的顯著性水平， **表示 5%的顯著性水平， ***表示 10%的顯著性水平。 從 表 41 的結果我們可以發(fā)現，原來的各個序列都是非平穩(wěn)性序列，但是加入一階差分 后 序列都變成平穩(wěn)的序 列。因此，我們可以得出所分析的各變量都是一階單整的這個結論，基于這個條件，我們可以使用協(xié)整檢驗對數據進行分析。 VAR 模型建立 與協(xié)整檢驗 在進行協(xié)整檢驗之前，我們要先建立 VAR 模型。在 模型建立之前我們 還 需要先找到模型最合適的滯后期。 表 42 VAR模型滯后階數判斷結果 滯后期數Lag 對數似然函數值LogL LR 統(tǒng)計量 最終預測誤差 FPE AIC 信息準則 SC 信息準則 HQ 信息準則 0 NA 1 * * * * 2 * 3 4 注： *表示根據各項準則判 斷出的最佳滯后階數 淮海工學院二 〇 一二 屆本科畢業(yè)論文 第 14 頁 共 30 頁 根據表 42 的結果，我們可以得出：本文 中， VAR 模型 的 最佳滯后 期 是 1期 。 接下來我們便可以對模型進行協(xié)整檢驗，本文的協(xié)整檢驗采用的是 Johansen檢驗。協(xié)整檢驗的滯后期數比 VAR 模型的滯后期少 1 期 ， 所以 ， 本文的 協(xié)整檢驗的滯后期 是 0 期 。 表 43 為采用邊際統(tǒng)計量的方法得出的檢驗結果， 表 44 是采用最大特征值統(tǒng)計量的方法得出的結果 。 表 43 協(xié)整檢驗（跡統(tǒng)計量） 零假設協(xié)整方程個數 特征值 跡統(tǒng)計量 5%的臨界值 相伴概率 0 個 * 最多 1 個 最多 2 個 最多 3 個 表 44 協(xié)整檢驗（最大特征統(tǒng)計量） 零假設協(xié)整方程個數 特征值 最大特征值統(tǒng)計量 5%的臨界值 相伴概率 0 個 * 最多 1 個 最多 2 個 最多 3 個 表 43 的結果與表 44 的結果是相同的，都表明在臨界值為 5%的條件下有且只有一個協(xié)整關系，因此我們可以得出 lnRLG、 lnRDL、 lnRLTL、 lnRPGDP這 4 個變量之間 存在一個協(xié)整關系。 表 45 變量間標準化的協(xié)整參數 LnRPGDP LnRLG LnRDL LnRLTL （ ） （ ） （ ） 根據表 45 所列出的參數值 ，我們可以列出以下的協(xié)整方程： l n R L T L0 . 5 1 0 4 8 5l n R D L2 . 0 8 6 9 9 3l n R L G3 0 3 7 9 n R P G D P ?????? （ ） （ ） （ ） 經過協(xié)整檢驗我們可以發(fā)現各變量間存在著長期均衡關系，又因為各變量的系數是正值，因此我們可以確定各變量之間是長期正相關關系。 格蘭杰因果檢驗 雖然通過協(xié)整檢驗我們已經確定了農村金融與農村經濟之間存在著長期的正相關關系，但是它們之間的因果關系到底如何我們還需對其進行因果檢驗，本文采用格蘭杰因果檢驗 的方法對兩者的具體關系 進行 研究 。 進行 格蘭杰因果檢驗可以 發(fā)現 某個變量的所有滯后項是否對另一個或幾個變量的當期值有影響，它的滯后期與 VAR 模型的滯后期相同，因此，在這里格蘭杰因果檢驗的滯后期數是淮海工學院二 〇 一二 屆本科畢業(yè)論文 第 15 頁 共 30 頁 1。表 46 為格蘭杰檢驗 結果。 表 46 格蘭杰因果檢驗結果 零假設 樣本數 F 統(tǒng)計量 概率 滯后期 lnRLG 不是 lnRPGDP 的格蘭杰原因 32 1 lnRPGDP 不是 lnRLG 的格蘭杰原因 32 1 lnRDL 不是 lnRPGDP 的格蘭杰原因 32 1 lnRPGDP 不是 lnRDL 的格蘭杰原因 32 1 lnRLTL 不是 lnRPGDP 的格蘭杰原因 32 1 lnRPGDP 不是 lnRLTL 的格蘭杰原因 32 1 從 表 46中 我們可以發(fā)現農村金融發(fā)展 的各變量 與農村經濟增長 變量 之間 并不是互為因果的關系， 農村金融發(fā)展規(guī)模不是農村經濟增長的格蘭杰原因，而農村經濟增長是農村金融發(fā)展規(guī)模的格蘭杰原因，由此我們可以得出 一個結論：如果 農村 的 經濟 有所發(fā)展，那么農村金融的規(guī)模在經濟發(fā)展的帶動下會有所擴張 。農村金融 運行的 效率與農村經濟增長不存在因果關系，同樣，農村金融 的 結構與農村經濟增長之間也不存在因果關系。 向量誤差修正模型（ VEC） VEC 模型 是 VAR 模型的一種特殊情況，當 VAR 模型中有協(xié)整約束時就形成了 VEC 模型。當 非平穩(wěn) 的 時間序列模型 中含有協(xié)整關系時，我們大多都使用VEC 模型來建 模 。 表 46 為 VEC 模型的估計值。 表 46 VEC 模型估計值 誤差修正 D(LnRPGDP) D(LnRLG) D(LnRDL) D(LnRLTL) CointEq1 () () () () [] [] [] [] D(LnRPGDP(1)) () () () () [] [] [] [0,76570] D(LnRLG(1)) () () () () [] [] [] [0,59602] D(LnRDL(1)) () () () () [] [] [] [] D(LnRLTL(1)) () () () () [] [] [] [] C () () () () [] [] [] [] 根據表 46， 寫成矩陣形式為： 淮海工學院二 〇 一二 屆本科畢業(yè)論文 第 16 頁 共 30 頁 ????????????????????????????????????????v e c mYY 1tt 其中 Yt=（ lnRPGDP lnRLG lnRDL lnRLTL） T ； )1()1()1(ln R L T LR D LR L GR P G D PV e c m ? 根據 AIC 和 SC 信息準則，由于 AIC 的值 達到 ， SC 的值達到 ， 兩者的值都 較小， 所以上面所建的 VEC 模型 取得了一個挺好的效果。 從上述的Vecm 等式 得出 ， 各農村金融發(fā)展變量 和農村經濟增長變量 的 誤差修正項的系數都為負數， 這 說明 當 各變量 在 短期 內的變化與 長期均衡 的值相差較大 時， 會 以較快的 速度把偏離長期均衡的部分 拉到長期 均衡 的值上 。 脈沖響應函數 為了能夠進一步較為全面的反映 農村金融規(guī)模、農村金融效率、農村金融結構 與農村經濟增長 之間的 動態(tài)影響，需要 對 VAR 模型 進行脈沖響應函數分析。圖 41 為各變量間的脈沖響應圖 ，圖中實 線為 脈沖響應函數 受 到 一單位沖擊后的變化 路徑，虛線為 90%的置信區(qū)間的上下界限 。 首先 分析 農村金融 發(fā)展的各 變量對農村經濟 增長 變量 的影響： lnRPGDP 對lnRLG 受到一單位沖擊后的脈沖響應 ，從第一期的 0 逐漸上升，到第三 期達到 最大值 ，然后逐漸下降， 最后圍繞 上下波動 ； lnRPGDP 對 lnRDL 受到一單位沖擊后的脈沖響應 ，從第一期的 0 開始一直保持著上升的趨勢，到第十期達到最大值 ； lnRPGDP 對 lnRLTL 受到一單位沖擊后的 脈沖響應 ，從第一期的 0 開始一直保持下降的趨勢，并且一直為負響應 。 這說明隨著農村存貸的增加，農村金融還是促進了農村經濟的增長的。 其次分析 農村經濟 增長變量 對農村金融 發(fā)展各 變量的影響： lnRLG 對lnRPGDP 受到一單位沖擊后的脈沖響應 ，從第一期的 一直上升到第七期的 ，都為負響應，從第八期開始為正響應，一直保持上升的趨勢到第十期達到最大值 ； lnRDL 對 lnRPGDP 受到一單位沖擊后的脈沖響應 ，從第一期的 一直上升到第三 期的 ，然后逐漸下降， 但一直為正響 應；lnRLTL 對 lnRPGDP 受到一單位沖擊后的脈沖響應 ，從第一期的 開始一直保持著 上升 趨勢 ， 到第十期達到最大值 ，一直都是負響應。 這說明農村貸款的需求隨著農村經濟的增長而逐漸上升，農村存款的增長速度大于農村貸款的速度，而對鄉(xiāng)鎮(zhèn)貸款保持穩(wěn)定的增長態(tài)勢。 淮海工學院二 〇 一二 屆本科畢業(yè)論文 第 17 頁 共 30 頁 圖 41 各變量間脈沖響應圖 方差分解 圖 42 為方差分解圖 ，其中 圖 a 為 經濟增長變量對 金融發(fā)展規(guī)模變量的方差分解時間路徑，時間路徑一直為正 ， 從第一期的 0 開始 ， 一直為 上升 趨勢 ，到第六期 為 最大值 %，之后逐漸下降， 可以得出 當期農村經濟增長對后面時期農村金融發(fā)展規(guī)模的貢獻不斷增大 ，然后減小 ，滯后 10 期后貢獻作用達到 9%左右。圖 b 為經濟增長變量對金融發(fā)展效率變量的方差分解時間路徑，時間路徑都是 正 的，而 且 保持著 上升 的趨勢 ， 可以得出當期 經濟增長對 后期農村 金融發(fā)展效率